1、县域经济增长集聚与差异成因的空间计量经济分析对西部大开发的启示县域经济增长集聚与差异成因的空间计量经济分析县域经济增长集聚与差异成因的空间计量经济分析。对西部大开发的启示吴玉鸣(广西师范大学商学院桂林 541001)中国三大地带、省域、县域等不同空间尺度地域间的经济差异比较明显。采用不同尺度的统计数据可以揭示不同尺度的空间经济差异。较之全国性的综合数据，采用省域数据虽然已经深入了一步，但还无法更深入地揭示这种非常巨大的差异。县域作为相对完整的基本空间单元以及省域经济增长的基础层次，在经济行为的组织运行上具有省域无法替代的特色，表现出其特有的行为机制和运行规律。对县域经济进行科学考察，特别是从新
2、增长理论和新经济地理学的视角，采用分省的县域统计数据，对县域增长的差异和集聚情况及其影响因素进行空间计量分析研究，可获得更加详细的信息、更为深入的分析结果和更为可靠的结论，对于从客观上指导县域发展，缩小城乡和区域发展差距，实现县域经济的持续稳定增长，具有现实的实践意义。一、县域经济增长的空间依赖、集聚与差异分析县域经济是以县级行政区划为边界的区域经济，在中国是一个具有长远历史的区域经济范畴，作为我国最基本、最重要的经济类型之一，量多面广，覆盖面大。到 2002 年底，中国总共有 286 可持续发展与全球化挑战区域经济增长可以用各地区的 GDP 或人均 GDP 的增量来衡量(刘朝明，2003)。
3、如果一个地区的增长率与其他地区保持同步，或达到全国的平均增长率，称之为数量增长(速度)均衡。如果一个地区在取得高速增长的同时，还提高了本地区的集聚经济效应，或改善了区域产业结构和环境质量，则称之为质量增长。一个地区要实现持续的经济增长，主要是通过提高经济增长的质量来获取不竭的动力。因此，从空间交互作用的角度，对县域经济增长进行集聚与差异及成因研究，是一条很好的切人路径。分析空间依赖性(集聚性)比较直观和有效的方法是对中国县域人均 GDP 进行空间分析。本文将利用空间统计和空间计量经济学模型，对县域之间的经济增长是否存在空间上的依赖性进行定量分析，以刻画和揭示增长在空间上集聚性和差异性及形成原因
4、。首先，利用 Moran 指数进行空间自相关性分析。使用了第一阶和第二阶邻接矩阵以及距离矩阵的全域 Moran 指数检验县域人均收入是否表现出空间上的相关性。这种方法允许我们通过计算邻近县域之间经济增长水平相互关系的空间自相关指数，进而测算并估计县域间的空间邻近效应。由表 11 可知，Moran 指数在 1的水平下显著且为正值，具有明显的空间自相关性。这意味着县域之间的人均 GDP 在空间上呈现为一种集聚现象，也就是说，具有高(低)增长水平的县域与其他具有高(低)增长水平的县域在空间位置的分布上相互邻近。表 11 2000 年县域空间依赖性的全域 MDm 空间自相关指数检验值其次，采用扩展了的
5、空间回归模型的残差 Moran 指数，以及对空间滞后和空间误差性进行检验的两种拉格朗日乘子(LM)检验及其稳健性拉格朗日乘子(RobustLM)检验方法，进一步检验增长中的空间效应。拉格朗日乘子(LM)检验是渐进且遵循有一个自由度(DF)的分布检验。使用这种方法是为了检验无空间依赖性的零假设及有空间依赖性的备择假设。如前所述，使用 LM检验是为了判断在空间滞后模型和空间误差模型之间哪一种模型更可取。表 12 报告了这种检验结果。结果显示，计算的 Moran 指数，不管是采取一阶邻接、二阶邻接还是最小距离、增大一倍的距离矩阵都非常显著，进一步确证了空间误差自相关的存在。而且，一阶邻接矩阵的 Mo
6、ran 指数最大，表明该空间权值矩阵计算的空间效应是可取的。为了深人分析并确证前述的县域经济增长的空间集聚特征的存在，笔者使用 Geodao91 计算并给出了局域 Moran 指数的散点图(图 11)及局域空间相关分析 Moran 聚类地图(如图 12)。图 11 和图 12 显示出 2000 年县域之间的经济增长水平大致上呈现为正的空间相关关系。这种结果意味着县域经济发展之间存在着某种类型的空间“俱乐部”(集团)现象，也就是说县域经济增长水平在空间上存在着明显的集聚现象，地区之间经济增长差异较大。县域人均 GDP(自然对数)的百分比分布图显示了各县域之间巨大的经济水平的差异。第一类(1)的观
7、测值仅有 20 个县域，最高一类有 21 个县域，次高类和次低类分别为有县域经济增长集聚与差异成因的空间计量经济分析182 和 183 个，中等类(三、四类各有 812 个)总共为 16：城市(镇)化有利于县域经济增长。假设 7：工业化对经济增长的集聚具有促进作用。三、县域经济增长集聚及空间差异的成因分析1县域经济增长集聚及空间差异估计与检验结果在利用空间计量经济模型进行估计和检验之前，一般须先进行变量的空间相关性检验。本章第一节进行的全域(Global)空间自相关性 Moran 检验和局域(Local)空间自相关性Moran 指数分析表明，县域人均收入确实存在着空间上的自相关性(集聚)。因此
8、，使用空间计量经济估计的极大似然法(MaximumLikelihOod，ML)对模型(21)式进行估计是必要的。当然，为了进行比较，本文也给出了用普通最小二乘法(OLS)估计的结果。需要指出的是，根据表 12 显示的拉格朗日乘子检验的统计量可以看出，四个模型明显地拒绝了无空间依赖性的零假设，同时，拉格朗日乘子检验的两种检验结果进一步证实了这种检验的稳健性，显示出误差项和依赖变量之间均存在空间相关性。由于两种检验均表明了较强的显著性，很难确定到底是哪一种模型更可取。因此，我们决定将两种模型在邻接和距离空间权值矩阵下的四种估计结果都列出来进行分析。由表 21 的检验结果可以看出，OLS 估计的拟合
9、优度达到 5238，模型整体上显著，误差项为正态分布，布劳殊一培甘(Breusch_Pagan)和科伦克一巴赛特(Koenker-Bassett)检验显示，异方差已经不再存在。但是，估计的残差具有空间白相关性和集聚现象，如图 12所示。表 21 的参数估计结果显示：除了劳动力、人口密度和城市化三个变量未能通过 5水平下的显著性检验外，其他变量均通过了显著性检验。劳动力的系数为负，有点出人意料。可能与 OLS 估计没有考虑空间效应有关系，需要将空间效应考虑进来，作进一步的检验来确定。由表 2223 可以看出，SLM 和 SEM 模型的各种检验值均比用 OLS 法估计的检验结果有了显著提高，证明考
10、虑了空间效应以后，用极大似然法估计的模型有效地将空间自相关和空间误差消除，表现在 SLM 和 SEM 模型估计的残差的空间自相关性已被成功地去除了，模型的估计残差在空间上呈现为随机分布状态。对空间滞后和空间误差模型的分析结果见本书第 119 页“2有待检验的假设” 。表 21 县域增长集聚与差异因素的 OLS 估计122 可持续发展与全球化挑战注：表中 NA 为无效据。2基于新增长理论和新经济地理学理论的检验分析(1)基于新增长理论的假设检验与分析依据空间滞后和空间误差模型的回归分析结果不大一致。在空间滞后模型中，劳动力与经济增长水平的回归系数为负，且未能通过 10的显著性检验；而在空间误差模
11、型中，劳动力与经济增长水平的回归系数为正，且在距离矩阵中通过了 5水平下的显著性检验。这种矛盾的结果使得对劳动力与经济发展之间关系的判断变得不容易。但是，有一点似乎可以确定，那就是劳动力对县域经济增长的作用不明显。因此，关于劳动力对经济发展的贡献问题，无法判断其到底是支持还是拒绝新增长理论的假设。同时，回归结果还表明，人力资本变量在 1的水平下显著且为正相关，显示了中小学学生数对县域经济增长具有重要的正面促进作用。事实上，人力资本对县域经济增长的弹性系数较大，所以，假设 2 可以被接受。这支持了新增长理论的一般结论。据研究表明，教育竞争力与区域经济竞争力之间具有较高的正相关性(吴玉鸣，李建霞，
12、2004)，通过培育教育竞争力进而促进区域经济可持续增长，对我国包括县域经济在内的区域发展政策的制订具有重要启示意义：西部开发中一定要重视人力资本的投资和人文环境建设，增强对高素质劳动力和人力资本的吸引力。县域经济增长集聚与差异成因的空间计量经济分析 123财政收入和财政支出对经济增长作用显著为负，但是二者的弹性系数不一样。地方预算收入的负面影响较小，而财政支出的负效应更大，拒绝了政府行为对经济增长具有正面影响的假设。因而与新增长理论的假设相悖。这种情况表明，中国县域的财政体系可能存在一些问题，譬如，政府支出的低效率，财政人不敷出的现象在县域广泛存在。财政收支中的税收和转移支付是政府调节区域经
13、济的重要经济杠杆，县域地方政府的财政支出行为可能由于缺乏科学性，未能达到预期的效果。表现在政府通过税收和财政补贴政策对经济发展的干预不当，或者干预不力，在人力资本、基础设施、研发等投资方面，未能像新增长理论预期的那样，达到有效促进当地经济增长的作用。因此，县级地方政府的行为尚须进一步深入研究。另外的一个解释是，在计划经济时期，中央政府掌握了全国财政在各个地区间的调配权，而地方政府没有动力发展经济；改革开放以后的财政分权改革，大大增强了地方政府发展经济的积极性，但贫穷落后的地区(县域)经济由于获得来自中央(省域)政府的转移支付减少，常常出现向企业及农民苛重税、乱收费等“杀鸡取卵”短视行为，因而影
14、响了地方经济的进一步发展。实际上，根据我国县域经济发展的实际情况，中国各个县域地方政府财政收支对经济发展的作用为负，基本符合现实。124 可持续发展与全球化挑战城乡居民的人均储蓄水平与经济增长水平之间存在着强烈的正相关关系，回归系数在1的水平上显著，符合人们一般的预期。这表明县域经济发展所需的资本投入对城乡居民储蓄存款积累的依赖性较强。对西部地区的县域来讲，政府除了基础设施和生态环境保护领域进行公共投资外，还应当积极制定相关政策，正确引导县域居民财富的合理流动，激励民间资本进人产业投资领域，提高城乡居民存款的利用效率，同时吸引外资(本县之外的资金)及时跟进，发展地方特色产业和加工制造业，为城乡
15、收入分配差距的缩小、实现社会成员的共同富裕创造条件。(2)基于新经济地理学理论的假设检验与分析计量结果显示，县域城市化率对经济增长的相关性在所有模型中均为负，且大多可以通过 5的显著性检验，这与新经济地理学学说的预期相反，拒绝了城市(镇)化有利于县域经济增长的假设。有趣的是，与上面做的关于劳动力的作用类似，人口密度变量与人均GDP 之间的关系也非常不稳定，大部分不能通过显著性检验，由此基本上可以拒绝县域经济集聚于市场规模大的地区的假设。工业化和通讯条件两个变量在所有的模型中均通过了 1的显著性检验，工业化对经济增长集聚的促进作用是非常稳定而明显的。积极合理推动全国工业化的进程，提高竞争力和县域
16、经济增长集聚与差异成因的空间计量经济分析 125市场占有份额，为地方经济的长期发展构建一个必要的产业支撑，对西部县域而言，尤其重要。信息化有利于加强县域之间的相互联系，有助于对外开放，良好的交通运输和信息发展条件及较低的交易成本非常有利于县域经济的增长和集聚。最后，计量检验结果发现，人均粮食产量和城市虚拟变量对经济发展具有稳健的正面影响。表明县域经济中农产品的生产仍然是农村经济发展的重要任务，也是我国国民经济持续发展的基础，对经济增长仍然具有重要贡献。而城市虚拟变量在所有模型中具有稳健的正向作用，证明农村城市化对促进县域经济增长发挥着积极的作用，努力推进城镇化有助于缩小城乡差距，实现共同富裕。
17、在七个假设中，有五个假设被接受，财政收支和城市化两项假设被拒绝，这说明新增长理论和新经济地理学理论在分析和研究中国县域经济增长的差异和集聚及成因过程中，需要根据中国各个县域的具体的地域情况进行检验和取舍。同时，也给我们极大的启示，城市化滞后限制了我国县域经济增长的持续发展，县域地方政府的财政收支可能存在不少问题，需要给予足够的重视。四、结论及对西部大开发的启示县域经济增长水平的差异与集聚现象不仅与人力资本、城市化、工业化、信息化等因素密切相关，而且还与相邻县域的经济增长具有一定空间依赖性。一个县域的经济增长水平实实在在地受到其相邻地区的经济绩效的影响，理所当然受到其地理位置的影响。该结果意味着
18、县域之间的地理溢出效应对经济发展来说是不可忽视的，忽略空问依赖性的计量分析可能存在模型设定不恰当的问题。将空间联系考虑进来后可以提高解释变量对经济增长的解释能力。在县域经济增长研究中，县域之间的空间相互关联对经济增长分析十分重要；我国县域人口的分布和产业集聚不尽一致，劳动力和市场规模不是决定县域经济发展的重要因素。但是，通过人口和劳动力的集中，可以扩大市场容量，进而增强经济增长集聚的吸引力。空间滞后和空间误差模型与经典的 OLS 估计的结果非常相近，纳入空间自相关性影响的估计仅仅对回归的系数产生程度上的影响。但是，空间分析模型的拟合优度和整体显著性确实较之经典回归模型有较为显著的提高。这种结果
19、改善了模型对经济现实的解释力和说服力。而且，通过实证研究证明了新增长理论和新经济地理学可以部分解释中国县域经济增长差异、集聚及其形成原因。县域空间统计分析结果的政策含义是明显的，即相邻县域之间以及具有空间经济联系的县域之间合作协同将会使所有县域的发展受益。合作的领域可以放在基础设施共享建设、推进城市化和工业化进程、教育和信息分享、加强金融联系、人力资本、科技知识及创新成果等方面。同时，这些分析结论对我国缩小县域差距的启示是，尽快促使西部地区实现经济结构的转型，尽早实现中西部地区工业化，加快中西部地区向东部地区跨省域劳动力的流入。如果国内统一市场能够尽快形成，在短期内可能会加快地区差距的扩大，但
20、从长期看，可加快产业从集聚到扩散的尽快到来，从而有利于缩小地区差距。西部开发除了重视交通运输、信息化等基础设施建设外，更应关注人的因素。一方面，通过创造良好的“软环境” ，留住人才，加强人才培训，同时积极引进人才，增加人力12633944Barro，R，L 艘，JwInterIlationalMe 弱 urofSchliIlg 酞舡sandsch00lingQualityAlericanEconofnjcRe、 ，iew，1996(2)，2182235Barro，R，ke，JWIntenlatioMlmtaonEducatioIlalAttainrnentupdat 皓andhnplicationNBER，workhlgPaper，2000，Nn79116Ezal【ai，乩，Sun，LGm 帆hAccountingincKnaforNatiollal，RegionalandProvindalEconornies：19811995缸 i
